Учебное пособие: Виявлення грубих результатів вимірювань
При значеннях довірчої ймовірності та
залежність коефіцієнта
від числа складових m незначна, тому рекомендується брати середні значення коефіцієнта
:
. При
залежність коефіцієнта
від числа складових m та їх співвідношення істотні, тому при
рекомендується брати значення
, а при
можна уточнювати значення
за графіком (наводиться в окремих працях) або за допомогою табл. 2.3.
Таблиця 2.2
Довірча ймовірність, P | Значення коефіцієнта ![]() | ||||||
2 | 3 | 4 | 5 | ... | ¥ | Середнє | |
0,90 | 0,97 | 0,96 | 0,95 | 0,95 | ... | 0,95 | 0,95 |
0,95 | 1,10 | 1,12 | 1,12 | 1,12 | ... | 1,13 | 1,13 |
0,99 | 1,27 | 1,37 | 1,41 | 1,42 | ... | 1,49 | 1,4 |
Таблиця 2.3
Число cкладових, m | Значення коефіцієнта kq при співвідношенні границь ![]() | ||||||||
0 | 1/2 | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | 7 | |
2 | 0,98 | 1,15 | 1,27 | 1,22 | 1,15 | 1,12 | 1,08 | 1,07 | 1,05 |
3 | 1,27 | 1,32 | 1,37 | 1,32 | 1,24 | 1,18 | 1,15 | 1,12 | 1,08 |
4 | 1,38 | 1,40 | 1,41 | 1,36 | 1,28 | 1,23 | 1,18 | 1,15 | 1,11 |
Параметр , який характеризує співвідношення складових невилученої систематичної похибки, дорівнює найменшому із співвідношень границь
та
, при цьому
.
При малому числі складових () після знаходження статистичної границі qд необхідно порівняти її з арифметичною границею qа і прийняти як остаточну найменшу з двох границь. Слід зазначити, що для малого числа складових арифметичні границі qа звичайно незначно перевищують статистичні qд — не більше як на 30 %, що в багатьох випадках цілком припустимо.
Якщо невилучені систематичні складові похибки задані своїми довірчими границями , обчисленими за формулою (2.22), то довірчу границю сумарної систематичної похибки знаходять із виразу
,
де - довірчі границі j-ї невилученої систематичної складової похибки, що відповідають довірчій ймовірності
;
- квантильний коефіцієнт переходу, що відповідає довірчій імовірності
.
2.9.3. Визначення сумарної випадкової похибки вимірювань
В основу підсумовування випадкових складових похибки вимірювань покладена властивість дисперсії для суми залежних випадкових величин, яка стосовно похибок записується так:
, (2.23)
де - дисперсія суми n випадкових похибок;
- дисперсія j-ї складової випадкової похибки,
;
- взаємна кореляційна функція, або взаємний кореляційний момент j‑ї та l -ї складових випадкової похибки, причому запис
означає, що підсумовування розповсюджується на всі можливі попарні сполучення складових, для яких
. Взаємна кореляційна функція
визначається рівнянням
, (2.24)
де - відповідно СКВ (або їх оцінки
) j-ї та l -ї складових випадкової похибки:
;
- нормована взаємна кореляційна функція, або коефіцієнт кореляції:
.
Переходячи у формулі (2.23) до СКВ випадкових похибок з урахуванням (2.24), одержимо вираз для обчислення СКВ сумарної випадкової похибки за її складовими
. (2.25)
Звернемо увагу на те, що ця формула підсумовування випадкових похибок є універсальною, оскільки СКВ (і дисперсія) не залежить від закону розподілу похибок.
Відзначимо, що строго врахувати всі кореляційні зв’язки, а отже, і точно визначити коефіцієнт кореляції між похибками досить складно і не завжди можливо. Так, коефіцієнт кореляції між величинами визначається виразом
,
де - результати q-го спостереження величин
,
відповідно,
;